El absentismo del paciente representa un importante obstáculo en la coste-efectividad de la asistencia sanitaria. Nuestro objetivo fue evaluar la frecuencia de absentismo, y sus factores asociados, en las citaciones programadas de pacientes de una consulta de Medicina Preventiva.
Pacientes y métodosEstudio transversal realizado en la consulta del Servicio de Medicina Preventiva del Hospital Clínico Universitario Lozano Blesa de Zaragoza. Se incluyeron todas las citas programadas entre el 3 de enero y el 31 de marzo de 2017; de cada cita se registró la fecha y hora, tipo (primera vez o sucesivas), edad, sexo, localidad de residencia, país de nacimiento y enfermedad de base. Se utilizó la prueba chi-cuadrado para estudiar la asociación entre las mencionadas variables y la asistencia a la cita, y con las variables en las que se observó una asociación significativa se realizó un análisis de regresión logística múltiple.
ResultadosSe estudiaron 582 citaciones. La tasa de absentismo fue del 12,5% (73/582; 13,7% en primeras citas y 11,7% en citas sucesivas). Las variables asociadas significativamente con no asistir fueron: hora (9:00-11:15h; OR=1,84; IC 95%: 1,10-3,08), día de la semana (lunes-jueves; OR=3,19; IC 95%: 1,12-9,07), país de nacimiento (fuera de España; OR=2,09; IC 95%: 1,09-3,99), grupo de vacunación (insuficiencia renal crónica en prediálisis o diálisis; OR=3,59; IC 95%: 1,57-8,18) y grupo de edad (menores de 52 años; OR=1,85; IC 95%: 1,08-3,19).
ConclusionesLa tasa de absentismo se encuentra en una posición intermedia respecto a las de consultas externas de otros servicios. La detección de sus factores asociados permite planificar medidas de mejora específicas con las que intentar reducir la inasistencia.
Patient absenteeism in outpatient clinics represents a significant obstacle to the cost-effectiveness of healthcare. The aim of this study was to assess the frequency of absence of patients and its associated factors in scheduled visits to a Preventive Medicine department.
Patients and methodsThe cross-sectional study was carried out in the Service of Preventive Medicine of the Lozano Blesa University Clinical Hospital of Zaragoza. It included all the visits scheduled from 3 January to 31 March 2017. For each visit, the date and time were registered, together with the type (first or consecutive appointments), age, gender, town of residence, country of birth, and underlying disease. The Chi-squared test was used to determine the association between the variables and making the visit, with a multiple logistic regression analysis being performed on the variables in which a significant association was found.
ResultsOf the total of 582 appointments studied, the absenteeism rate was 12.5% (73 out of 582; 13.7% for first appointments and 11.7% for consecutive appointments). Variables that revealed a significant association with patients not attending were: time (9.00-11:15 a. m.; OR=1.84; 95%CI: 1.10-3.08), day of the week (Mondays-Thursdays; OR=3.19; 95%CI: 1.12-9.07), country of birth (outside of Spain; OR=2.09; 95%CI:1.09-3.99), vaccination group (chronic kidney disease during pre-dialysis or dialysis; OR=3.59; 95%CI: 1.57-8.18), and age group (under 52 years old; OR=1.85; 95%CI: 1.08-3.19).
ConclusionsThe rate of absenteeism is at an intermediate position compared to the outpatient visits for other departments. The detection of associated factors makes it possible to plan specific measures for improvements that may reduce absences.
El absentismo del paciente a sus citas programadas representa un importante obstáculo en la coste-efectividad de la asistencia sanitaria, así como en la seguridad del paciente1; entre otras situaciones, genera infrautilización de recursos (humanos y materiales), costes derivados de proporcionar nuevas citas, incremento de listas de espera e implicaciones negativas en la salud por posibles retrasos diagnósticos o terapéuticos2. Por ello, diversos autores consideran que su evaluación ha de ser parte del control de la calidad para la mejora continua, ya que representa un indicador de la gestión hospitalaria3.
La frecuencia de absentismo en las citas programadas ha sido objeto de múltiples investigaciones a nivel internacional1,4-7. Entre ellas destacan las de países como Estados Unidos, en las que se han descrito tasas de entre un 12,6 y un 25,7% en las citaciones de consultas de Audiología1 y Gastroenterología1, respectivamente, mientras que la frecuencia de absentismo en las citas de Atención Primaria se ha cuantificado en un 16,5%4. Por su parte, en España, los escasos trabajos realizados han mostrado tasas de absentismo en el 12,1% de las citaciones programadas de Medicina Familiar y Primaria8, en tanto que en Atención Especializada dichas tasas alcanzaron el 14,6% en el global de citas de consultas externas de un hospital9, mientras que en estudios llevados a cabo específicamente en consultas de Alergología y de VIH/sida la inasistencia se detectó en el 13,110 y el 5,9%11 de las citas, respectivamente.
Hasta la fecha, ninguna publicación sobre absentismo ha incluido las citaciones de las consultas externas de los Servicios de Medicina Preventiva (SMP). La finalidad de este trabajo fue determinar la frecuencia de absentismo en las citas programadas de la consulta de un SMP y analizar sus factores asociados.
Material y métodosEstudio transversal desarrollado en la consulta del SMP del Hospital Clínico Universitario Lozano Blesa de Zaragoza. En ella se presta asistencia a usuarios externos con los diferentes programas vacunales para grupos de riesgo (entre otros, pacientes en pretratamiento o en tratamiento con inmunosupresores o fármacos biológicos, infectados por VIH, personas con enfermedad inflamatoria intestinal, en situación de pre- o de postrasplante de órgano sólido, insuficiencia renal crónica en pre- o en diálisis, con asplenia anatómica o funcional, implante coclear, trasplante de progenitores hematopoyéticos y hepatopatía crónica), así como realizando estudios de contactos de enfermedades inmunoprevenibles y evaluaciones de exposiciones a material biológico.
Se estimó el tamaño muestral a partir del total de citas programadas durante el año 2016 (1.454); se consideró una proporción esperada de absentismo del 35%12, precisión del 3% y error α del 5%; así, el número de citaciones que incluir fue de 582. Se llevó a cabo un muestreo consecutivo de todas las citas programadas entre el 3 de enero y el 31 de marzo de 2017, tiempo necesario para disponer del mencionado número.
Las variables fecha y hora, tipo —primera vez o sucesivas—, y día de la semana de la citación se extrajeron, al comienzo de cada mañana, a través del sistema de cita electrónica del hospital (que utiliza el programa HP-HIS®). A medida que se realizaba la consulta, se anotaba, en un registro específico, si los pacientes acudían o no; además, en todas las citas se recogían las siguientes variables sociodemográficas del paciente correspondiente, según la información contenida en el programa HP-HIS del centro: fecha de nacimiento, sexo, localidad de residencia y país de nacimiento. Finalmente, se registró el motivo por el que había sido remitido para valoración o era objeto de seguimiento en nuestra consulta, de acuerdo con la información disponible en la hoja de colaboración o en la historia clínica.
Se consideró absentismo cuando un paciente no acudía a su cita, inclusive si la cancelaba durante la mañana del día de la citación (pues imposibilitaba citar a otro paciente en su lugar)1. La tasa de absentismo se calculó dividiendo el número de citas en las que los pacientes no acudían entre el número total de citas programadas1.
Para el análisis, se describieron todas las variables usando medidas de tendencia central y de dispersión para las cuantitativas, y frecuencias absolutas y relativas para las cualitativas. Además, se realizó un análisis univariante, considerando como variable dependiente el acudir o no a la cita y como variable independiente cada una de las variables restantes categorizadas; para ello se empleó la prueba chi-cuadrado, o el test exacto de Fisher, y para cuantificar las asociaciones se calcularon odds ratio (OR) con intervalos de confianza del 95% (IC 95%). Se efectuó un análisis de regresión logística múltiple con las variables en las que se observó asociación significativa en el análisis univariante. El nivel de significación estadística utilizado en los contrastes de hipótesis fue p<0,05 y el programa de análisis, el SPSS v. 24.0.
ResultadosLas citaciones presentaron una mediana de 52 años de edad (rango: 2-89); el 56,9% (331/582) correspondieron a hombres. El 57,2% eran citas sucesivas. Los motivos más frecuentes que justificaban la consulta fueron el iniciar o el continuar el programa vacunal correspondiente en pacientes en pre- o en tratamiento con fármacos inmunosupresores o biológicos (31,9%), así como en infectados por el VIH (21,8%) (tabla 1).
Descripción de las características de las citaciones
| N=582 | |
|---|---|
| Tipo de cita, n (%) | |
| Primera | 249 (42,8) |
| Sucesivas | 333 (57,2) |
| Grupo hora de cita, n (%) | |
| 11:30-13:45 h | 301 (51,7) |
| 9:00-11:15 h | 281 (48,3) |
| Día de la semana, n (%) | |
| Lunes | 100 (17,2) |
| Martes | 124 (21,3) |
| Miércoles | 129 (22,2) |
| Jueves | 141 (24,2) |
| Viernes | 88 (15,1) |
| Mes, n (%) | |
| Enero | 152 (26,1) |
| Febrero | 195 (33,5) |
| Marzo | 235 (40,4) |
| Sexo, n (%) | |
| Hombre | 331 (56,9) |
| Mujer | 251 (43,1) |
| Localidad de residencia, n (%) | |
| Zaragoza | 406 (69,8) |
| Otros | 176 (30,2) |
| País de nacimiento, n (%) | |
| España | 510 (87,6) |
| Rumanía | 10 (1,7) |
| Ecuador | 8 (1,4) |
| Guinea Ecuatorial | 8 (1,4) |
| Argentina | 6 (1,0) |
| Senegal | 5 (0,9) |
| Colombia | 5 (0,9) |
| Argelia | 4 (0,7) |
| Francia | 3 (0,5) |
| Brasil | 3 (0,5) |
| Otros | 20 (3,4) |
| Motivo de consulta, n (%) | |
| Vacunación de personas en pre- o en tratamiento inmunosupresor o biológico | 186 (31,9) |
| Vacunación de infectados por VIH | 127 (21,8) |
| Vacunación de personas con EII | 82 (14,1) |
| Vacunación de personas pre- o postrasplante de órgano sólido | 63 (10,8) |
| Vacunación de personas asplénicas (anatómica/funcional) | 40 (6,9) |
| Vacunación de personas con IRC en pre- o en diálisis | 37 (6,4) |
| Vacunación de personas con implante coclear | 14 (2,4) |
| Otros motivos | 33 (5,7) |
EII: enfermedad inflamatoria intestinal; IRC: insuficiencia renal crónica; VIH: virus de la inmunodeficiencia humana.
La tasa de absentismo fue del 12,5% (73/582); en particular dicha tasa fue del 13,7% (34/249) en primeras citas y del 11,7% (39/333) en citas sucesivas. Los resultados del análisis univariante se detallan en la tabla 2, en la que se observa cómo las variables que se asociaron significativamente con la inasistencia a la cita fueron: a) hora de la citación (9:00 h-11:15h; OR: 1,74; IC 95%: 1,06-2,87), b) día de la semana (lunes-jueves; OR: 3,41; IC 95%: 1,21-9,59), c) país de nacimiento (diferente a España; OR: 2,27; IC 95%: 1,22-4,22), d) motivo de consulta (vacunación en personas con insuficiencia renal crónica en pre- o en diálisis; OR: 2,83; IC 95%: 1,31-6,13) y e) grupo de edad (menores de 52 años; OR: 1,67; IC 95%: 1,02-2,76). La significación estadística detectada en las mencionadas variables se mantuvo en el análisis multivariante (tabla 3).
Análisis univariante: características de las citaciones y absentismo
| Absentismo | OR (IC 95%) | p | ||
|---|---|---|---|---|
| Sí (n=73) | No (n=509) | |||
| Tipo de cita, n (%) | ||||
| Primera | 34 (46,6) | 215 (42,2) | 1,19 (0,73-1,95) | 0,484 |
| Sucesivas | 39 (53,4) | 294 (57,8) | 1 | |
| Grupo hora de cita, n (%) | ||||
| 9:00-11:15 h | 44 (60,3) | 237 (46,6) | 1,74 (1,06-2,87) | 0,028 |
| 11:30-13:45 h | 29 (39,7) | 272 (53,4) | 1 | |
| Día de la semana, n (%) | ||||
| Lunes | 15 (20,5) | 85 (16,7) | 3,71 (1,18-11,63) | 0,018 |
| Martes | 18 (24,7) | 106 (20,8) | 3,57 (1,16-10,94) | 0,019 |
| Miércoles | 19 (26,0) | 110 (21,6) | 3,63 (1,19-11,06) | 0,017 |
| Jueves | 17 (23,3) | 124 (24,4) | 2,88 (0,94-8,86) | 0,056 |
| Viernes | 4 (5,5) | 84 (16,5) | 1 | |
| Mes, n (%) | ||||
| Enero | 21 (28,8) | 131 (25,7) | 1,48 (0,79-2,78) | 0,223 |
| Febrero | 29 (39,7) | 166 (32,6) | 1,61 (0,89-2,89) | 0,108 |
| Marzo | 23 (31,5) | 212 (41,7) | 1 | |
| Sexo, n (%) | ||||
| Hombre | 38 (52,1) | 293 (57,6) | 0,80 (0,49-1,31) | 0,374 |
| Mujer | 35 (47,9) | 216 (42,4) | 1 | |
| Grupo de edad, n (%) | ||||
| Menores de 52 años | 44 (60,3) | 242 (47,5) | 1,67 (1,02-2,76) | 0,042 |
| 52 o más años | 29 (39,7) | 267 (52,5) | 1 | |
| Localidad de residencia, n (%) | ||||
| Zaragoza | 54 (74,0) | 352 (69,2) | 1,27 (0,73-2,21) | 0,402 |
| Otros | 19 (26,0) | 157 (30,8) | 1 | |
| País de nacimiento, n (%) | ||||
| Otros países | 16 (21,9) | 56 (11,0) | 2,27 (1,22-4,22) | 0,008 |
| España | 57 (78,1) | 453 (89,0) | 1 | |
| Motivo de consulta, n (%) | ||||
| Vacunación de personas en pre- o en tratamiento inmunosupresor o biológico | 17 (23,3) | 169 (33,2) | 0,27 (0,11-0,66) | 0,002 |
| Vacunación de infectados por VIH | 21 (28,8) | 106 (20,8) | 0,54 (0,23-1,27) | 0,153 |
| Vacunación de personas con EII | 9 (12,3) | 73 (14,3) | 0,33 (0,12-0,91) | 0,028 |
| Vacunación pre- o postrasplante de órgano sólido | 7 (9,6) | 56 (11,0) | 0,34 (0,12-0,98) | 0,042 |
| Vacunación de personas asplénicas | 6 (8,2) | 34 (6,7) | 0,48 (0,15-1,48) | 0,197 |
| Vacunación de personas con implante coclear | 1 (1,4) | 13 (2,6) | 0,21 (0,02-1,80) | 0,251 |
| Otros motivos | 2 (2,7) | 31 (6,1) | 0,17 (0,04-0,87) | 0,021 |
| Vacunación de personas con IRC | 10 (13,7) | 27 (5,3) | 1 | |
EII: enfermedad inflamatoria intestinal; IRC: insuficiencia renal crónica en pre- o en diálisis; OR (IC 95%): odds ratio (intervalo de confianza del 95%); VIH: virus de la inmunodeficiencia humana.
Análisis multivariante: características de las citaciones y absentismo
| ORa (IC 95%) | p | |
|---|---|---|
| Grupo hora de cita, n (%) | ||
| 9:00-11:15 h | 1,84 (1,10-3,08) | 0,020 |
| 11:30-13:45 h | 1 | |
| Día de la semana, n (%) | ||
| Lunes-jueves | 3,19 (1,12-9,07) | 0,030 |
| Viernes | 1 | |
| País de nacimiento, n (%) | ||
| Otros países | 2,09 (1,09-3,99) | 0,027 |
| España | 1 | |
| Motivo de consulta, n (%) | ||
| Vacunación de personas con IRC | 3,59 (1,57-8,18) | 0,002 |
| Otros motivos | 1 | |
| Grupo de edad, n (%) | ||
| Menores de 52 años | 1,85 (1,08-3,19) | 0,026 |
| 52 o más años | 1 | |
Variables por las que se ha ajustado el modelo: grupo hora de cita, día de la semana, país de nacimiento, motivo de consulta y grupo de edad.
IRC: insuficiencia renal crónica en pre- o en diálisis; ORa (IC 95%): odds ratio ajustada (intervalo de confianza del 95%).
Este trabajo es, según nuestro conocimiento, el primero en evaluar el absentismo en las citas programadas de una consulta externa de un SMP. La tasa se sitúa en una posición intermedia respecto a las de consultas externas de otros servicios1,5-7,9-15 (5,9%11 y 49,1%6).
No obstante, la validez de dichas comparaciones es limitada, pues no todos utilizan idénticos criterios de selección ni definiciones. Así, Pereira-Victorio9 y Elías-Casado et al.11 incluyeron solo primeras citaciones; además, Elías-Casado et al.11 consideraron absentismo no acudir a una cita programada sin que el paciente excusara la no asistencia y que no la recuperara en 15 días.
Entre los factores asociados con la inasistencia detectamos cómo las citas correspondientes a personas menores de 52 años presentan mayor tasa, lo cual concuerda con lo descrito en diversos servicios2,10,15, Atención Primaria inclusive4, en los que se evidenció un mayor incumplimiento en las citas programadas de pacientes más jóvenes2,4,10,15; ello se ha atribuido a una posible percepción de mejor salud por tales personas2. Asimismo, la asociación entre el día de la semana y la tasa de absentismo también ha sido descrita previamente: se ha planteado, incluso, la necesidad de que cualquier intervención para reducir el absentismo deba considerar el efecto del día de la semana de la cita1.
Las diferencias según la hora de la cita durante el turno de mañana es un hallazgo no documentado hasta ahora en otros estudios10. Por el contrario, sí hay constancia de que las citas en turno de mañana respecto a las de tarde tienen un 65% más de probabilidad de absentismo9. Por su parte, el que no ser originario de España se asocie con mayor absentismo sería congruente con lo señalado por otros autores, quienes refieren que factores socioculturales10 e idiomáticos16 contribuyen a la inasistencia.
Finalmente, que las citaciones correspondientes a pacientes incluidos en el programa de vacunación de personas con insuficiencia renal en prediálisis o en diálisis presenten mayor absentismo es difícilmente explicable, pues cuando se cita a dializados se considera su disponibilidad para que acudan en días en los que no realizan diálisis. Ello nos hace plantearnos establecer circuitos con el Servicio de Nefrología para administrar las vacunas aprovechando el día en el que vayan a dializarse.
Asimismo, y dado que la llamada recordatorio de la cita13 y los mensajes de móvil14 pueden ser medidas efectivas para prevenir el absentismo, otras intervenciones de mejora que implementar sería llamar a los pacientes (al menos a los menores de 52 años citados entre las 9:00 y las 11:15h) 2días antes de la fecha de cita para recordársela e incidir en la importancia de que acudan y, en caso de pacientes extranjeros, remitirles también a su móvil un mensaje recordatorio en castellano y en su lengua materna. De este modo, la evaluación de la efectividad de aplicar en el futuro todas las medidas de mejora mencionadas deberá ser objeto de una investigación específica posterior.
Entre las posibles limitaciones de nuestro trabajo se encuentran las derivadas de haberse realizado en un único SMP, sobre todo en lo que respecta al hecho de extrapolar los resultados a las consultas de otros SMP, principalmente a aquellos que se dedican a fines asistenciales más que a preventivos. Sin embargo, no consideramos que, en general, dicha validez externa se encuentre comprometida, habida cuenta de que la actividad llevada a cabo en nuestra consulta se corresponde con la que se desarrolla más habitualmente en las consultas de los SMP de nuestro medio17. Por el contrario, nuestros resultados no serían extrapolables para aquellos SMP que, si bien de manera muy infrecuente, disponen de determinadas consultas monográficas tales como la de deshabituación tabáquica18, o cuyos perfiles de usuarios incluyen, además, a los usuarios internos (trabajadores sanitarios)19.
Merece la pena reseñar que no haber detectado diferencias significativas en la frecuencia de absentismo, entre los 3meses objeto de estudio, no es suficiente para poder afirmar de una manera válida que ello suceda también durante el resto del año. Además, la actual evidencia disponible a este respecto es incongruente, dado que hay trabajos en los que se han descrito diferencias significativas en la frecuencia de absentismo durante los meses estivales (julio y agosto)20, mientras que otros no han observado diferencias en la frecuencia de absentismo en dichos meses10.
La tasa de absentismo se encuentra en una posición intermedia respecto a las de consultas externas de otros servicios. La detección de determinados factores asociados (edad, país de nacimiento, hora de la cita, motivo de consulta —vacunación de pacientes con insuficiencia renal crónica— y día de la semana) ha permitido planificar medidas de mejora con las que modificar la situación de absentismo, tales como llamar a los pacientes (sobre todo a los menores de 52 años extranjeros citados entre las 9:00 y las 11:15h) 2días antes de la fecha de la cita para recordársela, así como organizar la administración de las vacunas en pacientes con insuficiencia renal crónica en los días en los que vayan a dializarse.
Conflicto de interesesLos autores declaran que no existe ningún tipo de conflicto de intereses.
